家校合作何以影響高中生社會(huì)情感能力
——基于SESS 2019調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

李大印， 張顧文

(華東師范大學(xué) 教育學(xué)部， 上海 200062)

一、問題的提出

社會(huì)情感能力是個(gè)人能力、屬性和特征的一個(gè)子集，經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織(Organization for Economic Co-operation and Development，OECD)把它定義為人在實(shí)現(xiàn)目標(biāo)、與他人合作及管理情緒過程中所具備的能力[1]。21世紀(jì)以來，社會(huì)情感能力之于高中生的特殊性，隨著知識(shí)經(jīng)濟(jì)的興起、人力資本理論的延伸，以及教育界對(duì)個(gè)體成長規(guī)律的把握，從“隱匿”走向“顯學(xué)”。首先是知識(shí)經(jīng)濟(jì)興起驅(qū)使人才培養(yǎng)發(fā)生轉(zhuǎn)型，而高中教育兼具人才培育和人力資源開發(fā)雙重功能。研究發(fā)現(xiàn)，在青少年階段對(duì)學(xué)生進(jìn)行社會(huì)情感能力培養(yǎng)，有助于學(xué)生適應(yīng)未來的就業(yè)競爭[2]。其次是對(duì)社會(huì)情感能力培養(yǎng)規(guī)律的認(rèn)識(shí)，高中階段是青少年生理發(fā)育走向成熟、認(rèn)知趨向獨(dú)立、人格和價(jià)值觀形成的特殊時(shí)期，社會(huì)情感能力在這一時(shí)期具有高度的可塑性[3,4]。最后是提升高中生社會(huì)情感能力的迫切現(xiàn)實(shí)需要。在高中階段，學(xué)業(yè)負(fù)擔(dān)、心理壓力、青春期困惑易致高中生產(chǎn)生心理問題[5]。調(diào)查表明，中國高中生心理問題近十年檢出率為抑郁28.0%、焦慮26.3%、睡眠問題23.0%[6]，而社會(huì)情感能力對(duì)提升學(xué)生成績、減少學(xué)生消極行為和情緒困擾具有積極作用[7]。

鑒于社會(huì)情感能力的重要性，21世紀(jì)以來，學(xué)界相關(guān)研究大體遵循兩種范式：一類是基于教育學(xué)研究視角，強(qiáng)調(diào)社會(huì)情感能力的可塑性，關(guān)注教師情感和教學(xué)技能對(duì)學(xué)生社會(huì)情感能力的影響[8-10]；另一類研究則采用心理學(xué)研究范式，此類研究多以依戀理論等作為理論支撐，研究聚焦父母的教養(yǎng)方式、親子關(guān)系等家庭內(nèi)部因素對(duì)子女社會(huì)情感能力的影響[11, 12]?；蛟S是由于各自的價(jià)值傾向和理論預(yù)設(shè)，兩類視角之間存在孤立和割裂，缺乏理論對(duì)話，表現(xiàn)為：其一，強(qiáng)調(diào)社會(huì)情感能力的可塑性不應(yīng)忽視家庭環(huán)境對(duì)學(xué)生社會(huì)情感能力的影響，而過分強(qiáng)調(diào)家庭環(huán)境對(duì)孩子社會(huì)情感能力的影響則在無形中弱化了社會(huì)情感能力的可塑性；其二，家校合作視角研究總體不足，而家庭、學(xué)校單視角論證容易陷入非此即彼之二元孤立；其三，現(xiàn)有研究以思辨居多，實(shí)證回應(yīng)不足[13]，亦沒有充分考慮高中生群體的特殊性。

通過審視社會(huì)情感能力之于高中生的重要性，筆者在慎思和指明現(xiàn)有研究不足的基礎(chǔ)上認(rèn)為，實(shí)現(xiàn)為高中生社會(huì)情感能力提升提供兼具理論品質(zhì)與實(shí)踐可行的建議，須從家校合作視角進(jìn)行研究，理由有三：一是家庭、學(xué)校是影響高中生社會(huì)情感能力發(fā)展的重要場域，二者既互不可替代，又互聯(lián)互通，任何一方缺席都可能導(dǎo)致個(gè)體社會(huì)情感能力發(fā)展的殘缺和異化。二是《家庭教育促進(jìn)法》的實(shí)施表明，狹義的學(xué)校教育向廣義的社會(huì)教育延伸已成趨勢(shì)。家庭、學(xué)校、家校協(xié)同育人是當(dāng)下教育體系的重要構(gòu)成，忽視任何一方的研究結(jié)果都難以令人信服。三是教育的內(nèi)涵邊界早已打破固有的價(jià)值傾向與理論預(yù)設(shè)，融合了家校合作的理論創(chuàng)新才能保持自身生命力的鮮活。綜合上述分析，本研究立足家校合作視角，以生態(tài)系統(tǒng)理論構(gòu)建分析框架，結(jié)合OECD實(shí)證調(diào)查數(shù)據(jù)分析家校合作與高中生社會(huì)情感能力之間的聯(lián)系。本研究試圖回答的問題如下：第一，家校合作育人中各主體的參與意愿、方式和偏好如何？第二，家校合作方式對(duì)高中生情感能力的影響是否存在異質(zhì)性？第三，家校合作以怎樣的路徑機(jī)制影響高中生的社會(huì)情感能力？追問這些問題，有助于為高中生社會(huì)情感能力的提升、家校合作的發(fā)展和相關(guān)政策的設(shè)計(jì)立本尋道。

二、分析框架與研究假設(shè)

1. 家校合作影響個(gè)體社會(huì)情感能力的生態(tài)系統(tǒng)分析框架

從家校合作視角研究家庭、學(xué)校與高中生社會(huì)情感能力之間的聯(lián)系，其思想是將家庭、學(xué)校及其交互域納入系統(tǒng)之中進(jìn)行綜合分析。然而，在系統(tǒng)之中構(gòu)建整體(系統(tǒng))與部分(系統(tǒng)內(nèi)部變量)之間的影響關(guān)系，需要與不同的理論進(jìn)行對(duì)話，以此為特定的因素建立邏輯關(guān)系，并最終為變量間關(guān)系的描述、解釋、預(yù)測提供學(xué)理依據(jù)。分析框架作為特定因素、關(guān)系的邏輯呈現(xiàn)，內(nèi)含理論路線與邏輯思維，它確定了相關(guān)變量之間的影響關(guān)系，描述、解釋、預(yù)測是其最主要的功能[14]。

基于生態(tài)系統(tǒng)理論構(gòu)建分析框架，為上述研究的實(shí)現(xiàn)提供了可能。生態(tài)系統(tǒng)理論將個(gè)體發(fā)展嵌套于一系列相互作用的環(huán)境之中，注重分析環(huán)境對(duì)個(gè)體成長的影響。該學(xué)派代表人物布朗芬布倫納(Bronfenbrenner. Urie)圍繞青少年，按照環(huán)境影響個(gè)體的直接性、動(dòng)態(tài)性和交互性，將環(huán)境影響劃分為微系統(tǒng)、中系統(tǒng)、外系統(tǒng)和宏系統(tǒng)[15]。生態(tài)系統(tǒng)理論以環(huán)境影響個(gè)體的直接性為研究起點(diǎn)，注重家庭、學(xué)校育人環(huán)境對(duì)個(gè)體成長的直接影響；該理論同時(shí)關(guān)注圈層環(huán)境之間的交互作用，認(rèn)為圈層環(huán)境之間的相互影響同樣能夠影響到個(gè)體的成長過程；生態(tài)系統(tǒng)理論把個(gè)體成長設(shè)定為最終的研究目標(biāo)，強(qiáng)調(diào)要綜合分析多重環(huán)境對(duì)個(gè)體的影響?？傊谟善瘘c(diǎn)到過程再到目標(biāo)旨?xì)w的分析過程中，圈層環(huán)境的劃分為描述、解釋、預(yù)測教育者、受教育者之間的影響關(guān)系提供了邏輯理路。

從理論可能到框架設(shè)計(jì)實(shí)現(xiàn)，仍需有如下側(cè)重。其一，綜合教育學(xué)相關(guān)理論對(duì)社會(huì)情感能力可塑性的關(guān)注，以及心理學(xué)領(lǐng)域相關(guān)研究所強(qiáng)調(diào)的家庭環(huán)境對(duì)個(gè)體社會(huì)情感能力發(fā)展的影響，結(jié)合布朗芬布倫納提出的“家庭教育及學(xué)校支持性環(huán)境是影響社會(huì)情感能力發(fā)展的重要因素”的觀點(diǎn)[15]，分析框架設(shè)計(jì)應(yīng)在家庭系統(tǒng)中將父母教育方式、親子關(guān)系，以及學(xué)校系統(tǒng)中的教師教育方式、師生關(guān)系作為主要變量包含在內(nèi)。其二，生態(tài)系統(tǒng)理論強(qiáng)調(diào)系統(tǒng)之間的交互性，認(rèn)為學(xué)生的社會(huì)情感能力發(fā)展是在以家庭、學(xué)校為主的環(huán)境中，以及二者之間的互動(dòng)中不斷發(fā)展的[15, 16]。因此，在分析系統(tǒng)對(duì)個(gè)體社會(huì)情感能力產(chǎn)生影響的同時(shí)，分析框架的設(shè)計(jì)也應(yīng)考慮中系統(tǒng)對(duì)微系統(tǒng)的反作用。其三，生態(tài)系統(tǒng)理論以促進(jìn)個(gè)體成長為最終目標(biāo)。據(jù)此，分析框架中各變量的邏輯關(guān)系應(yīng)以個(gè)體社會(huì)情感能力為指向。因此，為清楚地描述各變量之間的邏輯關(guān)系，在尊重布朗芬布倫納對(duì)模型闡釋的基礎(chǔ)上，本文構(gòu)建的分析框架如圖1所示。

2. 家校合作影響高中生社會(huì)情感能力的研究假設(shè)

本文綜合上述理論探討和變量間的關(guān)系構(gòu)建提出研究假設(shè)：(1)家校合作可通過中系統(tǒng)間接作用和微系統(tǒng)直接傳導(dǎo)兩種機(jī)制影響高中生社會(huì)情感能力；(2)家校合作作為微系統(tǒng)的交互，能夠反向影響家庭微系統(tǒng)和學(xué)校微系統(tǒng)；(3)微系統(tǒng)不僅直接影響個(gè)體社會(huì)情感能力，同時(shí)在中系統(tǒng)與高中生社會(huì)情感能力之間發(fā)揮著中介作用。為證上述假設(shè)合理性，下文分別從中系統(tǒng)、家庭微系統(tǒng)、學(xué)校微系統(tǒng)三個(gè)方面詳細(xì)探討，以此獲得學(xué)理支持。

(1)家校合作對(duì)高中生社會(huì)情感能力的影響

家校合作是家庭微系統(tǒng)和學(xué)校微系統(tǒng)在“學(xué)生教育過程中圍繞學(xué)生發(fā)展或?qū)W生教育獲得而結(jié)成的共同體”[17]。此觀點(diǎn)與《中華人民共和國家庭教育促進(jìn)法》所倡導(dǎo)的“家庭與學(xué)校共同教育”育人理念相吻合[18]。基于共同教育理念，學(xué)者多從“單項(xiàng)邏輯”與“雙向作用”兩類視角研究家校合作與個(gè)體社會(huì)情感能力之間的聯(lián)系?；凇皢雾?xiàng)邏輯”研究視角的學(xué)者關(guān)注家長和教師的育人方式對(duì)個(gè)體社會(huì)情感能力的影響。例如有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，家長主動(dòng)聯(lián)系教師與教師主動(dòng)聯(lián)系家長可能會(huì)對(duì)學(xué)生成績、行為表現(xiàn)產(chǎn)生截然相反的影響。教師主動(dòng)聯(lián)系家長可能會(huì)反向影響到學(xué)生的學(xué)業(yè)成績和社會(huì)情感能力的表現(xiàn)[19]，主要原因在于教師主動(dòng)聯(lián)系家長大多發(fā)生在學(xué)生已經(jīng)出現(xiàn)學(xué)業(yè)困難或問題之后，教師主動(dòng)聯(lián)系家長會(huì)給學(xué)生帶來心理壓力。遵循“雙向作用”研究視角的學(xué)者認(rèn)為家校合作能夠反向影響家庭教育和學(xué)校教育。研究表明，家校合作不僅在改善家長的教養(yǎng)方式方面具有積極作用，同時(shí)能夠緩解家長的教育焦慮[20]。對(duì)于教師教育而言，家校合作同樣能夠幫助教師改善自身的育人方式[21]，這對(duì)于提升教師的教學(xué)質(zhì)量具有積極作用。

綜合上述研究觀點(diǎn)，本研究提出假設(shè)1。假設(shè)1a：家校合作對(duì)提升高中生社會(huì)情感能力具有顯著的正向預(yù)測作用；假設(shè)1b：家校合作對(duì)父母教育方式具有顯著的正向預(yù)測作用；假設(shè)1c：家校合作對(duì)教師教育方式具有正向的預(yù)測作用。

(2)父母教養(yǎng)方式、親子關(guān)系的中介作用

家庭屬于生態(tài)系統(tǒng)理論的微系統(tǒng)構(gòu)成。生態(tài)系統(tǒng)理論認(rèn)為家庭教育是影響個(gè)體社會(huì)情感能力的重要環(huán)境因素。在當(dāng)下的教育體系構(gòu)成中，學(xué)者對(duì)家庭教育的期許早已超越了家庭教育內(nèi)涵的定義。內(nèi)涵釋義的分野直接導(dǎo)致了學(xué)者對(duì)于家庭教育的研究出現(xiàn)分化。一類研究基于《辭?！穼?duì)家庭教育的定義——“父母或其他長者在家里對(duì)兒童和青少年進(jìn)行的教育”[22]，注重父母的教養(yǎng)方式對(duì)個(gè)體社會(huì)情感能力的影響，認(rèn)為父母的教養(yǎng)方式能夠?qū)ψ优男袨榉绞健h(huán)境適應(yīng)性產(chǎn)生影響[23]。如范佩特吉姆(Van Petegem S)研究發(fā)現(xiàn)，過度保護(hù)型父母的教養(yǎng)方式會(huì)導(dǎo)致青少年出現(xiàn)社交恐懼[24]，蔡雪斌等人對(duì)922名初高中生實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，父母教養(yǎng)方式能夠影響青少年的抗逆力[25]。另一類研究則基于家庭系統(tǒng)理論展開，認(rèn)為家庭是按照一定層級(jí)組成的組織系統(tǒng)，成員之間的互動(dòng)對(duì)個(gè)體成長有重要影響[26]。此類研究認(rèn)為家庭系統(tǒng)內(nèi)部存在一種邏輯關(guān)系，即在家庭組織系統(tǒng)內(nèi)，積極的父母教養(yǎng)方式有助于形成高質(zhì)量、值得信任的親子關(guān)系[27]，而親子關(guān)系能夠?qū)€(gè)體行為產(chǎn)生積極影響[28]。

綜合上述研究觀點(diǎn)，本研究提出假設(shè)2。假設(shè)2a：家庭教育中父母的教養(yǎng)方式對(duì)親子關(guān)系有正向影響；假設(shè)2b：親子關(guān)系對(duì)社會(huì)情感能力有正向顯著影響；假設(shè)2c：在“家校合作→父母教養(yǎng)方式→親子關(guān)系→個(gè)體社會(huì)情感能力”的影響路徑中，父母教養(yǎng)方式、親子關(guān)系發(fā)揮顯著的中介作用。

(3)教師教育方式、師生關(guān)系的中介作用

學(xué)校是生態(tài)系統(tǒng)理論中的微系統(tǒng)構(gòu)成。在學(xué)校微系統(tǒng)中，教師被認(rèn)為是學(xué)校構(gòu)建育人環(huán)境的關(guān)鍵因素。同時(shí)，在現(xiàn)代教師評(píng)價(jià)框架中，高質(zhì)量的教師被認(rèn)為不僅能夠提高學(xué)生的考試成績，而且能夠?yàn)閷W(xué)生的社會(huì)情感能力發(fā)展提供支持[29]。鑒于教師在學(xué)校微系統(tǒng)中的重要作用，學(xué)者的研究特別關(guān)注教師教育方式、師生關(guān)系對(duì)學(xué)生社會(huì)情感能力的影響。學(xué)者研究教師教育方式與學(xué)生社會(huì)情感能力之間的影響關(guān)系發(fā)現(xiàn)，教師在課堂上的教學(xué)方式、教師的情感技能和教學(xué)水平，以及教師對(duì)于師生互動(dòng)環(huán)境的營造能力能夠直接影響學(xué)生的社會(huì)情感能力[30]。甚至有學(xué)者直接提出觀點(diǎn)：“教育場域中教師與學(xué)生如何交往直接決定了師生的存在狀態(tài)，彰顯其本質(zhì)性的存在關(guān)系。”[31]就高中生而言，師生之間的關(guān)系水平直接影響青春期學(xué)生與教師的交流意愿，這進(jìn)一步關(guān)系到學(xué)生能否從教師那里獲得情感支持。對(duì)此，有學(xué)者強(qiáng)調(diào)要特別關(guān)注良好的師生關(guān)系在促進(jìn)青少年身心健康、學(xué)習(xí)發(fā)展和減少學(xué)生行為問題方面發(fā)揮的積極作用[32]。

綜合上述研究觀點(diǎn)，本研究提出假設(shè)3。假設(shè)3a：教師教育方式能夠?qū)熒P(guān)系產(chǎn)生影響；假設(shè)3b：師生關(guān)系對(duì)學(xué)生社會(huì)情感能力有顯著的正向預(yù)測作用；假設(shè)3c：在“家校合作→教師教育方式→師生關(guān)系→社會(huì)情感能力”的影響路徑中，教師教育方式和師生關(guān)系發(fā)揮顯著的中介作用。

三、研究設(shè)計(jì)

1. 數(shù)據(jù)來源與處理

本文研究數(shù)據(jù)來自O(shè)ECD的青少年社會(huì)情感能力調(diào)查(Study on Social and Emotional Skills,SSES)中關(guān)于中國高中生的數(shù)據(jù)。SSES項(xiàng)目調(diào)查圍繞影響青少年社會(huì)情感能力的家庭、學(xué)校、家長、教師等因素，將學(xué)生社會(huì)情感能力、父母教養(yǎng)方式、親子關(guān)系和師生關(guān)系等變量設(shè)計(jì)于調(diào)查問卷中。特別說明的是，由于SSES項(xiàng)目調(diào)查數(shù)據(jù)分布在多份問卷中，本文通過匹配法構(gòu)建個(gè)案的完整性，也即依據(jù)SSES調(diào)查問卷中的父母ID(Username_PA)、學(xué)生ID(Username_Std)及教師ID(Username_TC)，在SPSS中按照“數(shù)據(jù)”“匹配關(guān)鍵變量的個(gè)案”等步驟進(jìn)行數(shù)據(jù)匹配，構(gòu)建出教師、父母與學(xué)生相對(duì)應(yīng)的變量數(shù)據(jù)表。為保證個(gè)案的一致性，研究只保留變量均不存在缺失值的樣本。本文最終使用的樣本數(shù)為2 965份，男生樣本數(shù)為1 525份，占比為51.4%，女生樣本為1 440份，占比為48.6%。

2. 變量說明及檢驗(yàn)

(1)自變量

家校合作是本研究的自變量。以往研究多從“家長對(duì)合作的活動(dòng)參與意愿、教師主動(dòng)聯(lián)系、家長主動(dòng)聯(lián)系”3個(gè)維度評(píng)估家校合作[13, 33, 34]。SSES作為一項(xiàng)大型國際調(diào)查，其對(duì)家校合作的測評(píng)在家長問卷和教師問卷中被具體化設(shè)計(jì)，主要通過 “主動(dòng)與教師討論孩子的行為和表現(xiàn)”“在教師倡議下討論孩子的行為和進(jìn)步”等題目設(shè)計(jì)進(jìn)行測量?？紤]到問卷量表測度的差異，本文研究參照學(xué)者成熟做法[35]，先將原始指標(biāo)數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為T分?jǐn)?shù)①，然后通過均分處理構(gòu)建測評(píng)家校合作的指標(biāo)數(shù)據(jù)[33]。

(2)因變量

高中生社會(huì)情感能力是本文研究的因變量。SSES調(diào)查項(xiàng)目從任務(wù)能力、情緒調(diào)節(jié)等5個(gè)維度，責(zé)任感、抗壓力、共情、包容度、樂群、自控力等15個(gè)二級(jí)維度對(duì)青少年社會(huì)情感能力進(jìn)行測評(píng)，并給出了表示學(xué)生每項(xiàng)情感能力的最終得分。本文在選取這些變量進(jìn)行數(shù)據(jù)分析時(shí)，為了保持?jǐn)?shù)據(jù)量綱的一致性，對(duì)青少年社會(huì)情感能力的最終得分進(jìn)行了T分?jǐn)?shù)轉(zhuǎn)化處理[33, 35]，然后把轉(zhuǎn)化后的數(shù)據(jù)作為本文的分析數(shù)據(jù)。

(3)中介變量

家長教育方式、親子關(guān)系，以及教師教育方式、師生關(guān)系是本文研究的中介變量。家長教育方式測評(píng)來自家長自評(píng)問卷，通過“專門花時(shí)間與孩子交談”等題目設(shè)計(jì)進(jìn)行測評(píng)，參與者被要求“從不或幾乎不”(1分)到“每天或幾乎每天”(5分)進(jìn)行程度選擇。SSES調(diào)查項(xiàng)目將教師教育方式的測評(píng)題目設(shè)計(jì)于教師自評(píng)問卷中，通過“根據(jù)學(xué)生的能力分組學(xué)習(xí)”等5道題目設(shè)計(jì)進(jìn)行測評(píng)，并按照“幾乎或幾乎不”到“幾乎每一節(jié)課”進(jìn)行5點(diǎn)程度計(jì)分，教師所選的分?jǐn)?shù)越高表明教師選擇相關(guān)教學(xué)方式的頻率越高。親子關(guān)系、師生關(guān)系分別設(shè)計(jì)3道題目于學(xué)生問卷中，通過“我與父母交流有困難”“我與大多數(shù)老師相處得很好”等題目設(shè)計(jì)進(jìn)行測評(píng)。參與者被要求從“幾乎不”到“幾乎是或總是如此”進(jìn)行程度選擇。

(4)信效度檢驗(yàn)

在數(shù)據(jù)檢驗(yàn)過程中，首先按照Harman建議進(jìn)行共同方法偏差(CMV)檢驗(yàn)[36]，本文數(shù)據(jù)中的第一個(gè)因子解釋的變異量小于40%，表示數(shù)據(jù)不存在共同方法偏差。其次，信度和效度進(jìn)行檢驗(yàn)結(jié)果見表1：

表1 變量的信度、效度及變量之間的相關(guān)性檢驗(yàn)

如表1所示，克朗巴赫α系數(shù)值均大于0.66，題目信度較好。標(biāo)準(zhǔn)化后的因子載荷量在0.450—0.908之間，多元相關(guān)平方SMC值均大于0.21，滿足維度對(duì)題目解釋能力的要求。組成信度CR值在0.679—0.918之間，基本滿足Hair等人0.70—0.95的建議值[37]，其中0.679處于可接受范圍。平均方差萃取量AVE值在0.424—0.691之間，基本滿足Fornell和Larcker 1981年AVE>0.5的建議[38]，0.424在可接受范圍。對(duì)角線數(shù)值為AVE的開根號(hào)值，下三角是構(gòu)面之皮爾森相關(guān)。對(duì)角線AVE的開根號(hào)數(shù)值大于其他相關(guān)的相關(guān)，構(gòu)面與構(gòu)面之間的區(qū)別效度存在。

3. 分析方法

(1)分位數(shù)回歸分析法

分位數(shù)回歸分析在本文中旨在用于估計(jì)不同的家校合作方式對(duì)高中生社會(huì)情感能力影響的異質(zhì)性。相較于傳統(tǒng)的回歸分析，分位數(shù)回歸模型通過層次設(shè)定，能夠在更大程度上描述不同分位點(diǎn)上的自變量對(duì)條件分位點(diǎn)上因變量的邊際影響，這有利于分析自變量對(duì)因變量變化范圍和條件分布特征的估計(jì)。就本文研究而言，其結(jié)果為家校合作方式的選擇提供了依據(jù)。分位數(shù)回歸方程的表達(dá)式如下：

(2)結(jié)構(gòu)方程模型分析

結(jié)構(gòu)方程模型為檢驗(yàn)相關(guān)變量之間影響關(guān)系提供了依據(jù)?；诜治隹蚣?見圖1)和研究假設(shè)，本文運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型分析系統(tǒng)內(nèi)部和系統(tǒng)之間相關(guān)變量的影響關(guān)系。一方面分析系統(tǒng)之間的影響關(guān)系，也即分析中系統(tǒng)、家庭系統(tǒng)、學(xué)校系統(tǒng)和個(gè)體社會(huì)情感能力之間的影響關(guān)系；另一方面，分析系統(tǒng)內(nèi)部各變量之間的影響關(guān)系，也即分析家庭微系統(tǒng)內(nèi)部父母教育方式、親子關(guān)系和學(xué)校微系統(tǒng)內(nèi)部教師教育方式和師生關(guān)系之間的影響關(guān)系。

(3)中介效應(yīng)檢驗(yàn)分析

中介效應(yīng)檢驗(yàn)旨在探討變量、系統(tǒng)之間產(chǎn)生這個(gè)影響關(guān)系的內(nèi)部作用機(jī)制。中介效應(yīng)檢驗(yàn)為分析家校合作通過何種機(jī)制影響個(gè)體社會(huì)情感能力提供了解釋依據(jù)。由分析框架(見圖1)可知，父母教育方式、親子關(guān)系，以及教師教育方式、師生關(guān)系是本文研究的重要中介變量。本文在檢驗(yàn)中介效應(yīng)的同時(shí)，進(jìn)一步對(duì)中介傳導(dǎo)路徑之間的差異性進(jìn)行了比較。

四、實(shí)證結(jié)果分析

1. 家校合作中各主體參與方式的描述性統(tǒng)計(jì)

基于2 965份樣本進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析，本研究分析了教師、家長選擇不同合作方式的均值、標(biāo)準(zhǔn)差、方差，以及對(duì)不同合作方式的參與態(tài)度，結(jié)果如表2所示：

表2 高中教師、家長選擇家校合作方式的描述性統(tǒng)計(jì)

如表2所示，首先，代表教師、家長參與方式的各變量均值處于中等偏上水平(以量表計(jì)分中值加以比較)，表示大多數(shù)家長、教師在家校合作過程中的參與積極性較高。其次，由方差、標(biāo)準(zhǔn)差的分析結(jié)果可知，反映教師群體參與一致性的標(biāo)準(zhǔn)差和方差數(shù)值整體較小，而家長群體則相對(duì)較高。其統(tǒng)計(jì)學(xué)意義說明，教師群體對(duì)不同合作方式的選擇一致性較高，且群體內(nèi)部之間的分歧較小。最后，在參與積極性方面(同樣是以計(jì)分中值加以比較)，教師群體對(duì)各種合作方式的主動(dòng)參與率均在80.00%以上。相比之下，家長對(duì)不同合作方式的選擇存在偏好，如家長偏好選擇“主動(dòng)向教師討論孩子行為” 的合作方式，占比為78.10%，而對(duì)于“主動(dòng)參與學(xué)?；顒?dòng)/志愿者”的合作方式，不主動(dòng)的群體占比達(dá)59.70%。

2. 家校合作方式與社會(huì)情感能力的回歸結(jié)果

由圖2可知，家校合作方式對(duì)高中生社會(huì)情感能力的影響會(huì)因?yàn)閭€(gè)體社會(huì)情感能力的差異而表現(xiàn)出異質(zhì)性。一方面，分析家長合作方式的分位數(shù)回歸結(jié)果可知，對(duì)社會(huì)情感能力處于最低十分位(QR_10)和中間五十分位(QR_50)的高中生而言，家長“主動(dòng)與教師討論孩子的表現(xiàn)和進(jìn)步”對(duì)高中生社會(huì)情感能力提升帶來的邊際貢獻(xiàn)率最高，為9.45%和9.9%。對(duì)社會(huì)情感能力處于九十分位(QR_90)的高中生而言，家長選擇“在教師提議下主動(dòng)討論孩子的行為和表現(xiàn)”帶來的邊際貢獻(xiàn)率最高。另一方面，由教師合作方式的分位數(shù)回歸結(jié)果可知，教師選擇“向家長反饋學(xué)生社會(huì)情感能力建議”和“學(xué)校邀請(qǐng)家長參與學(xué)校決策討論”的合作方式，對(duì)社會(huì)情感能力處于QR_90分位的高中生帶來的邊際貢獻(xiàn)率最高，其數(shù)值分別達(dá)到了12.9%和 6.8%。對(duì)于社會(huì)情感能力處于QR_10分位的高中生而言，教師“向家長反饋學(xué)生情感能力建議”對(duì)社會(huì)情感能力提升帶來的邊際貢獻(xiàn)率反而為負(fù)。研究結(jié)果表明，家校合作影響高中生社會(huì)情感能力會(huì)因個(gè)體情感發(fā)育差異和合作方式不同而表現(xiàn)出異質(zhì)性。

圖2 家校合作方式對(duì)高中生情感能力影響的分位數(shù)回歸結(jié)果

3. 高中生社會(huì)情感能力影響機(jī)制的路徑分析

本研究在各項(xiàng)指標(biāo)均符合模型擬合度要求(x2=805.434，df=162，CFI=0.974>0.974，RMSEA=0.037<0.8，TLI=0.970)的基礎(chǔ)上，得到如圖3所示的計(jì)算結(jié)果。首先，家校合作對(duì)父母教育方式、教師教育方式和學(xué)生社會(huì)情感能力有顯著性的正向影響。其次，在微系統(tǒng)內(nèi)部之間的影響機(jī)制中，父母教育方式對(duì)親子關(guān)系具有正向預(yù)測作用(說明：親子關(guān)系是反向題測評(píng)，圖3中的-0.133和-0.592應(yīng)當(dāng)理解為正向預(yù)測作用)，而教師教育方式對(duì)師生關(guān)系的影響不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)顯著性。最后，通過分析微系統(tǒng)對(duì)高中生社會(huì)情感能力的影響結(jié)果發(fā)現(xiàn)，父母教育方式、親子關(guān)系、師生關(guān)系能夠正向顯著預(yù)測高中生社會(huì)情感能力，而教師教育方式對(duì)高中生社會(huì)情感能力的影響并不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)顯著性。綜合上述結(jié)果，文中研究大部分假設(shè)得到支持。

圖3 家校合作影響高中生社會(huì)情感能力的路徑關(guān)系結(jié)果

4. 高中生社會(huì)情感能力影響路徑的中介效應(yīng)

本文對(duì)父母教育方式、親子關(guān)系、教師教育方式、師生關(guān)系的中介作用進(jìn)行了檢驗(yàn)。研究采用Bootstrap 方法進(jìn)行隨機(jī)抽樣1 000次，在95%的置信區(qū)間(CI)，進(jìn)行偏差校正(Bias Corrected)和百分位數(shù)(Percentile)檢驗(yàn)，結(jié)果見表3。

由表3可知，在Mediation Path 1中，父母教育方式在“家校合作→父母教育方式→情感能力”的路徑中發(fā)揮著顯著的中介作用(p-Value=0.018<0.05,95%的置信區(qū)間下CI>0)。在Mediation Path 2中，父母教育方式、親子關(guān)系在家校合作影響高中生社會(huì)情感能力的傳導(dǎo)路徑中發(fā)揮顯著的鏈?zhǔn)街薪樽饔?p-Value<0.001，在95%置信區(qū)間CI>0)。因此，研究結(jié)果支持假設(shè)2c。在學(xué)校微系統(tǒng)中，通過檢驗(yàn)Mediation Patp和Mediation Path 4的中介效應(yīng)發(fā)現(xiàn)，表示中介效應(yīng)顯著性的p-Value>0.050，95%的置信區(qū)間包含0。因此，研究結(jié)果不支持假設(shè)3c，中介效應(yīng)不顯著于學(xué)校微系統(tǒng)。最后，對(duì)比中介效應(yīng)之間的差異發(fā)現(xiàn)，鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)在Mediation Path 2與Mediation Path 4 之間存在顯著差異(p-Value<0.001，在95%置信區(qū)間CI>0)，由此說明，在家校合作影響高中生社會(huì)情感能力過程中，家庭系統(tǒng)和學(xué)校系統(tǒng)所發(fā)揮的中介作用存在差異。

五、結(jié)論與討論

研究基于生態(tài)系統(tǒng)理論構(gòu)建分析框架，依據(jù)SESS調(diào)查數(shù)據(jù)展開分析，通過描述性統(tǒng)計(jì)分析家校合作中各主體的參與意愿、方式和選擇偏好，并借助分位數(shù)回歸模型分析家校合作影響高中生社會(huì)情感能力的異質(zhì)性，最后通過結(jié)構(gòu)方程模型及中介效應(yīng)檢驗(yàn)分析家校合作中各變量間的影響關(guān)系，研究得出如下結(jié)論。

表3 家校合作影響高中生社會(huì)情感能力的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

1. 教師群體在家校合作中表現(xiàn)出較高的參與一致性

教師群體在家校合作中表現(xiàn)出較高的積極性和參與一致性，家長群體的參與積極性和一致性則相對(duì)較低。大多數(shù)家長偏好選擇直接影響孩子社會(huì)情感能力的合作方式，如家長群體偏好選擇“與教師討論孩子行為”的合作方式而僅有少數(shù)家長選擇“參與學(xué)?；顒?dòng)/志愿者”就是一個(gè)鮮明的例證。對(duì)于這一現(xiàn)象，一方面可從主體秉持的價(jià)值觀中找到解釋。遵循集體理性的教師“以促進(jìn)全體學(xué)生的更好發(fā)展”為價(jià)值取向[39]。遵從個(gè)體理性的家長更注重當(dāng)前合作方式的價(jià)值，他們偏好選擇對(duì)孩子社會(huì)情感能力有直接影響的家校合作方式。另一方面，傳統(tǒng)家庭教育觀的影響亦有可能是家長對(duì)家校合作方式選擇產(chǎn)生偏好的原因，因?yàn)楣慕逃枷胪率辜议L表現(xiàn)出“逐利”的教育傾向[40]。構(gòu)建良好的家校合作育人生態(tài)，合作主體正確的參與動(dòng)機(jī)是起點(diǎn)，并能夠影響家校合作育人的全過程。在未來的家校合作中，應(yīng)警惕家長參與由個(gè)體理性走向個(gè)體功利。

2. 家校合作方式對(duì)高中生情感能力影響存在異質(zhì)性

實(shí)證結(jié)果表明，家校合作方式對(duì)高中生社會(huì)情感能力的影響會(huì)因?yàn)閭€(gè)體社會(huì)情感能力的差異而表現(xiàn)出異質(zhì)性。通過橫向維度比較發(fā)現(xiàn)，對(duì)于社會(huì)情感能力處于同一層次的高中生而言，不同的家校合作方式對(duì)高中生社會(huì)情感能力的提升所帶來的邊際貢獻(xiàn)率存在差異。以家長“主動(dòng)與教師討論孩子的表現(xiàn)和進(jìn)步”的合作方式為例，其在QR_10分位和QR_50分位對(duì)高中生社會(huì)情感能力提升帶來的邊際貢獻(xiàn)率均高于“在教師提議下主動(dòng)討論孩子的行為和表現(xiàn)”的合作方式。這一發(fā)現(xiàn)可從已有研究中獲得解釋，即對(duì)于社會(huì)情感能力處于較低層次的高中生而言，教師主動(dòng)聯(lián)系家長往往會(huì)給學(xué)生帶來更大的心理壓力[19]。這一結(jié)論和現(xiàn)象的背后說明，合作方式精準(zhǔn)供給與合作方式選擇具有同等重要的意義。從縱向維度比較發(fā)現(xiàn)，對(duì)于社會(huì)情感能力處于不同層次的高中生而言，同一種合作方式對(duì)高中生社會(huì)情感能力提升帶來的邊際貢獻(xiàn)率并非單向遞增。結(jié)論啟示是，個(gè)體社會(huì)情感能力發(fā)展是一個(gè)動(dòng)態(tài)、變化的過程，并非靜止、孤立的。因而，以家校合作促進(jìn)高中生社會(huì)情感能力提升，也應(yīng)綜合運(yùn)用多種合作方式。

3. 家校合作以多重傳遞機(jī)制影響個(gè)體社會(huì)情感能力

家校合作可通過多重傳遞機(jī)制影響個(gè)體的社會(huì)情感能力。首先，家校合作能夠正向、顯著預(yù)測高中生社會(huì)情感能力，這一結(jié)論通過結(jié)構(gòu)方程模型的顯著性檢驗(yàn)得到驗(yàn)證。其次，家校合作既可以直接影響父母教育方式和教師教育方式，同時(shí)也可通過微系統(tǒng)間接影響個(gè)體社會(huì)情感能力的發(fā)展。本文的研究發(fā)現(xiàn)與生態(tài)系統(tǒng)理論的觀點(diǎn)相一致，微系統(tǒng)交互所形成的中系統(tǒng)能夠反向影響到微系統(tǒng)[41]。值得注意的是，本文研究結(jié)果表明，教師教育方式、師生關(guān)系與高中生社會(huì)情感能力之間的影響不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)顯著性。這一結(jié)果可能與高中教育階段的特殊性有關(guān)，一方面，相較于社會(huì)情感能力的培養(yǎng)和師生關(guān)系的構(gòu)建，高中教師可能更關(guān)注學(xué)生的學(xué)習(xí)；另一方面，相較于家庭微系統(tǒng)對(duì)高中生社會(huì)情感能力影響的顯著性而言，教師教育方式有待優(yōu)化，教師在傳播知識(shí)的同時(shí)也應(yīng)更多關(guān)注學(xué)生情感成長。上述結(jié)論和發(fā)現(xiàn)的意義在于，家校合作作為當(dāng)下教育體制的重要構(gòu)成，不僅關(guān)乎個(gè)體社會(huì)情感能力的發(fā)展，同時(shí)能夠?qū)彝ソ逃蛯W(xué)校教育產(chǎn)生影響。同時(shí)，家校協(xié)同育人是推進(jìn)教育生態(tài)建設(shè)的重要著力點(diǎn)，發(fā)揮學(xué)校微系統(tǒng)在高中生社會(huì)情感能力培育中的積極作用應(yīng)是未來高中教育改革的側(cè)重點(diǎn)。

4. 家庭是家校合作影響高中生情感能力的重要中介

家庭微系統(tǒng)是家校合作影響高中生社會(huì)情感能力的重要中介，這是由中系統(tǒng)到個(gè)體之間傳遞影響關(guān)系的關(guān)鍵。本文通過中介效應(yīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，中介效應(yīng)顯著于家庭系統(tǒng)而非學(xué)校。造成中介效應(yīng)顯著性的二分現(xiàn)象，主要原因是當(dāng)下家庭教育和學(xué)校教育仍然桎梏于傳統(tǒng)育人理念。換言之，當(dāng)下的教育體制構(gòu)成仍然存在“以德為主”的家庭教育和“以學(xué)為主”的學(xué)校教育之二元孤立[42]。這不是家校合作對(duì)于建設(shè)互不可替代、互聯(lián)互通育人共同體的應(yīng)然價(jià)值追求。以家校合作構(gòu)建育人共同體，應(yīng)充分發(fā)揮家庭和學(xué)校的育人功能，并以此為基礎(chǔ)構(gòu)建現(xiàn)代化的家校協(xié)同育人體系。實(shí)現(xiàn)上述目標(biāo)，需要超越傳統(tǒng)家庭教育和學(xué)校教育的職能邊界。如何通過職能劃分明晰育人主體的權(quán)責(zé)邊界，以及通過職能劃分為育人主體充分釋能，這是未來優(yōu)化家校合作乃至家校協(xié)同育人體系需要重點(diǎn)思考的問題。

六、對(duì)策與建議

綜合上述結(jié)論、發(fā)現(xiàn)、啟示，基于家校合作視角提升高中生社會(huì)情感能力應(yīng)以主體正確的參與觀為起始,在家校合作過程中為個(gè)體成長提供分層分類支持環(huán)境為最優(yōu)選擇,通過明確參與主體在家校合作中的職能邊界，以達(dá)到共同構(gòu)建育人生態(tài)的目標(biāo)。

1. 提供家庭教育培訓(xùn)支持，樹立正確的家校合作觀

蓋斯特維基(Gestwicki)認(rèn)為，家長為孩子提供良好教育的三類阻礙因素之一是家長的動(dòng)機(jī)[43]。在家校合作育人過程中，參與主體的功利主義不利于協(xié)同育人良性發(fā)展，亦有可能給學(xué)業(yè)、生理面臨雙重壓力的高中生帶來負(fù)面影響。教育功利化傾向的背后折射出家庭教育理念的缺失和不當(dāng)，這是提升高中生社會(huì)情感能力，乃至構(gòu)建教育生態(tài)需要警惕和糾正的。因此建議：其一，建立家庭教育指導(dǎo)服務(wù)體系，這是《關(guān)于指導(dǎo)推進(jìn)家庭教育的五年規(guī)劃 (2021—2025年)》的政策號(hào)召，亦是當(dāng)下家校合作育人的迫切現(xiàn)實(shí)需求。家庭教育指導(dǎo)服務(wù)體系對(duì)于提升家庭教育質(zhì)量有著重要作用，一方面，家庭教育指導(dǎo)服務(wù)有利于幫助家長樹立正確的育人觀念，同時(shí)有利于改進(jìn)父母的育人方式，更有利于緩解父母的教育焦慮；另一方面，就家校合作而言，通過家庭教育指導(dǎo)服務(wù)可提升家長在家校合作中的合作意愿和職能勝任力。其二，完善家校溝通渠道，營造家校溝通環(huán)境。通過建立線上、線下和兩者融合的多渠道合作方式，為家長和教師提供更多的合作選擇。多渠道的家校合作方式選擇有利于規(guī)避家校合作方式功利化。其三，以教師為著力點(diǎn)，把家校合作融入教師培訓(xùn)，提升教師的溝通技能，以此促進(jìn)家庭和學(xué)校溝通的有效性。

2. 優(yōu)化家校合作方式策略，創(chuàng)設(shè)分層分類支持環(huán)境

家校合作方式對(duì)高中生情感能力的影響存在異質(zhì)性?？茖W(xué)的家校合作方式選擇應(yīng)是根據(jù)學(xué)生的自身社會(huì)情感能力的不同進(jìn)行 “量身定制”的。為高中生社會(huì)情感能力發(fā)展提供科學(xué)的家校合作方式選擇，需要家庭、學(xué)校因材施教，通過多重策略組合為個(gè)體創(chuàng)設(shè)分層分類支持環(huán)境來實(shí)現(xiàn)。對(duì)此，建議如下：首先，針對(duì)社會(huì)情感能力處于低分位層次的高中生，家長應(yīng)“主動(dòng)與教師討論孩子的表現(xiàn)和進(jìn)步”，例如學(xué)生在面臨考試壓力、情感困惑、學(xué)習(xí)阻礙時(shí)，家長應(yīng)主動(dòng)與教師交流溝通，共同為高中生心理健康發(fā)展提供情感關(guān)懷，以此幫助孩子紓解學(xué)習(xí)、社交等心理壓力。其次，對(duì)于社會(huì)情感能力處于中間分位層次的高中生，一方面，家長應(yīng)主動(dòng)與教師談?wù)摵⒆拥倪M(jìn)步和表現(xiàn)，以此增進(jìn)雙方對(duì)高中生社會(huì)情感能力的了解；另一方面，雙方應(yīng)通過積極溝通為高中生社會(huì)情感能力提升提供一致的情感支持環(huán)境。最后，對(duì)于社會(huì)情感能力處于較高水平的高中生，家校合作對(duì)其社會(huì)情感能力提升的影響有限。因此，要避免那些發(fā)揮正向作用的合作方式在達(dá)到臨界點(diǎn)后成為阻礙，因此要給予社會(huì)情感能力處于較高水平的高中生更多的自由空間。

3. 明確合作主體功能邊界，共筑情感支持育人生態(tài)

構(gòu)建共同參與、互聯(lián)互通、互不可或缺的家校協(xié)同育人生態(tài)是當(dāng)下教育體系的應(yīng)然價(jià)值追求。要實(shí)現(xiàn)這一目標(biāo)，在家校合作過程中必然要突破傳統(tǒng)育人理念的桎梏，打破“以德為主”的家庭教育和“以學(xué)為主”的學(xué)校教育之二元孤立。對(duì)此，建議如下：其一，在家校合作過程中，要明確參與主體的職能邊界，強(qiáng)調(diào)參與主體的責(zé)任意識(shí)，以此避免參與主體因職能不清和權(quán)責(zé)不明而出現(xiàn)非此即彼的合作育人現(xiàn)狀。其二，在家校合作過程中要明確參與主體的功能邊界。家校合作不是家庭教育和學(xué)校育人的簡單加總，亦不是家長無條件地服從、配合完成學(xué)校的分派任務(wù)，更不是以教師專業(yè)主義構(gòu)建信奉權(quán)威，使“合作”淪為“家長配合”。家校合作強(qiáng)調(diào)通過合作、協(xié)同為育人主體釋能，以達(dá)到共同育人目的。其三，綜合來看，在家校合作中明確家庭和學(xué)校的主體職能、功能邊界是為學(xué)生構(gòu)建情感支持育人生態(tài)的微觀系統(tǒng)張力。然而，推動(dòng)我國家校合作育人生態(tài)良好發(fā)展，宏觀上需要各級(jí)主管部門領(lǐng)導(dǎo)統(tǒng)籌、組織、安排，把家校合作納入教育發(fā)展規(guī)劃，通過完善政策法規(guī)和評(píng)估機(jī)制來持續(xù)推動(dòng)、優(yōu)化和完善。

注 釋:

① 先將青少年社會(huì)情感能力最終得分轉(zhuǎn)化為Z分?jǐn)?shù)，然后按照T分?jǐn)?shù)求解公式T=50+Z×10轉(zhuǎn)化。